Ricardo Sartori Cella 1 Michele Rílany Rodrigues Machado 2 Carlos Henrique Silva do Carmo 3
▪ Artigo recebido em: 01/03/2019 ▪▪ Artigo aceito em: 24/06/2019 ▪▪▪ Segunda versão aceita em: 12/07/2019
RESUMO
Este estudo aborda a influência da Lei Anticorrupção no conservadorismo condicional dos relatórios financeiros das empresas brasileiras listadas na [B]3 –
Brasil, Bolsa e Balcão. A lei publicada no ano de 2013, trouxe como inovação a responsabilização objetiva das pessoas jurídicas pela prática de atos lesivos ao patrimônio público. Também passou a prever sanções em forma de multas severas, perda de incentivos fiscais ou até mesmo a suspensão ou a dissolução das pessoas jurídicas. O objetivo da pesquisa é verificar se a promulgação da Lei Anticorrupção (lei n. 12.846/13) alterou o conservadorismo condicional das empresas brasileiras. Para o desenvolvimento do estudo foram utilizados os dados de 22 trimestres de uma amostra de 165 empresas, totalizando 3.630 observações, no período compreendido entre 2011 a 2016. A análise compreendeu os 11 trimestres anteriores e 11 trimestres posteriores à vigência da referida lei. Para verificar a presença do conservadorismo, ou seja, se há maior percepção das más notícias em relação às boas notícias, adotou-se o modelo reverso de lucros associados a retornos proposto por Basu (1997), que foi modificado para captar os efeitos da vigência da Lei Anticorrupção. Os resultados indicam um aumento no grau de conservadorismo nas empresas brasileiras após a vigência da lei. Isso sugere que as empresas estariam percebendo possíveis ameaças que poderiam advir de futuros litígios ou responsabilizações jurídicas e com isso, passaram a antecipar o risco como forma de compensação de perdas futuras, o que resulta em um aumento do conservadorismo condicional.
Palavras-chave: Conservadorismo Contábil; Lei Federal n. 12.846/13; Compliance;
Lei Sarbanes-Oxley (SOX); Anticorrupção.
1 Mestre em Contabilidade – UFG. Auditor de Controle Externo - Tribunal de Contas dos
Municípios do Estado de Goiás (TCMGO). Endereço: Endereço: Rua 68, 727, Centro. Goiânia – Goiás – Brasil. Telefone: (62) 3216-6160. E-mail: ricardosartoricella@gmail.com
2 Doutora em Administração – UNB. Professora Adjunta do Programa de Pós-Graduação em Contabilidade –UFG. Endereço: Campus Samambaia – Prédio da FACE. CEP: 74.001-970. Caixa Postal: 131. Goiânia – Goiás – Brasil. Telefone: (62) 3521-1390. E-mail: michelerilany@gmail.com
3 Doutor em Controladoria e Contabilidade - FEA/USP. Professor Adjunto do Programa de Pós-Graduação em Contabilidade –UFG. Endereço: Campus Samambaia – Prédio da FACE. CEP: 74.001-970. Caixa Postal: 131. Goiânia – Goiás – Brasil. Telefone: (62) 3521-1390. E-mail: chscarmo@ufg.br
ANTI-CORRUPTION LAW AND CONDITIONAL CONSERVATISM
ON NON-FINANCIAL BRAZILIAN FIRMS
ABSTRACT
This study addresses the influence of anti-corruption law on the conditional conservatism in financial reports from Brazilian firms listed on [B]3 – Brasil, Bolsa e
Balcão. The law was published in 2013, and brought as innovation the objective responsibility from the legal entity due to the conduction of injurious acts to public worth. In addition, it provides penalties such as severe fines, loss of tax incentives, and even legal entities suspension or dissolution. This research had as objective to verify if the anti-corruption law publication (law n. 12.846/13) altered the conditional conservatism from Brazilian firms. For the development of this study, data from 22 quarters from a sample of 165 firms, totalizing 3.630 observations, considering the period ranging from 2011 to 2016. Analysis comprehended the 11 previous quarters and 11 subsequent quarters according to the law validity. To verify conservatism presence, that is, a greater perception of bad news in relation to good news, the reverse profit model associated with return proposed by Basu (1997) was adopted, which was modified to get the effects from anti-corruption law. Results indicate an increase in conservatism in Brazilian firms after the law validity. It suggests that firms would be realizing possible threats that could come from future litigation or legal responsibility and so, they started to anticipate risk as a way to compensate futures losses, which results in a conditional conservatism increase.
Keywords: Accounting Conservatism, Federal Law 12.846/13, Compliance,
Sarbanes-Oxley Law (SOX), Anti-corruption.
LA LEY ANTICORRUPCIÓN Y EL CONSERVADURISMO CONDICIONAL
EN LAS EMPRESAS BRASILEÑAS NO FINANCIERAS
RESUMEN
Este estudio aborda la influencia de la Ley Anticorrupción en el conservadurismo condicional de los informes financieros de las empresas brasileñas incorporadas a la Bolsa de Valores [B]3 – Brasil, Bolsa e Balcão. Dicha ley entró en vigor en el año
2013 e introdujo como novedad la incorporación de hacer responsables de modo objetivo a las personas jurídicas por la comisión de actos lesivos contra el patrimonio público. También contempla sanciones de severas multas, pérdida de incentivos fiscales e incluso la suspensión o la disolución de las personas jurídicas. El objetivo de la investigación es comprobar si la promulgación de la Ley Anticorrupción (Ley 12.846/13) alteró el conservadurismo condicional de las empresas brasileñas. Para ello se analizaron datos correspondientes a 22 periodos trimestrales de una muestra de 165 empresas, arrojando un total de 3.630 observaciones entre 2011 y 2016. El análisis se centró en los 11 trimestres anteriores y los 11 posteriores a la publicación de la mencionada ley. Para verificar la
presencia de conservadurismo, es decir, si existe una mayor percepción de malas noticias frente a buenas noticias se adoptó el modelo reverso de beneficios asociados a retornos propuesto por Basu (1997), si bien modificado para recoger los efectos de la vigencia de la Ley Anticorrupción. Los resultados muestran un incremento en el grado de conservadurismo en las empresas brasileñas tras la entrada en vigor de la ley. Ello sugiere que las empresas percibirían posibles amenazas ante futuros litigios o responsabilidades jurídicas con lo que, al anticipar el riesgo, intentan compensar pérdidas lo que deriva en un aumento en el nivel de conservadurismo condicional.
Palabras-clave: Conservadurismo Contable; Ley Federal nº 12.846/13;
Cumplimiento Normativo; Ley Sarbanes-Oxley (SOX); Anticorrupción.
1 INTRODUÇÃO
A partir da promulgação da lei federal n. 12.846/13 (Brasil, 2013), conhecida como Lei Anticorrupção (LAC), as pessoas jurídicas passaram a poder ser responsabilizadas de forma objetiva, tanto na esfera administrativa como na civil, em razão da prática de atos contra a administração pública, seja nacional ou estrangeira. Assim, se comprovada a prática de ato ilícito e a relação de nexo de causalidade, a pessoa jurídica será responsabilizada, independente da pessoa natural que tenha concorrido para a prática do ato lesivo ao erário (Campos, 2015). Dessa forma, segundo o autor, não seria preciso comprovar a culpa ou o dolo de agentes específicos, desde que comprovada a participação da empresa com inclinação para a fraude, independente do agente específico que atuou em nome da pessoa jurídica; porém, não é excluída a responsabilidade do particular.
A empresa de auditoria KPMG (2015) realizou no ano de 2015 uma pesquisa sobre o perfil do compliance no Brasil. Este estudo contemplou a aplicação de 26 perguntas sobre aderência, desenho, construção, manutenção e eficiência de estruturas de compliance; e contou com a participação de 200 empresas de 19 segmentos econômicos, alcançando os mais diversos perfis de negócios do país.
Entre os pontos críticos apontados na referida pesquisa estão: 43% das empresas participantes não possuem uma política nem um programa de ética e
compliance e 40% não possuem uma política anticorrupção implementada. Fato
relevante é que 17% das entrevistadas não possuem código de ética com as exigências da Lei Anticorrupção. A Big Four de auditoria também revela que as empresas pesquisadas consideram que os treinamentos anticorrupção, a ética e a conduta dos profissionais são de alta prioridade.
Assim sendo, é perceptível que a implantação de um sistema eficiente de
compliance envolve o dispêndio de custos adicionais. Estes, refletem os custos de
agência de Jensen e Meckling (2008), que têm como finalidade, entre outras, o monitoramento das ações dos agentes no intuito de coibir as condutas ilícitas. Esses sistemas implicam em mudanças de natureza estrutural, que afetam comportamentos e relações entre agentes e principais. Como consequência, a nova perspectiva contratual pode impactar na qualidade da informação contábil apresentada pelas empresas (Bunkanwanicha & Greusard, 2018) e o
conservadorismo é uma das proxies para avaliar essa qualidade (Dechow, Ge & Schrand, 2010).
Como observa-se, as leis, as políticas e os regulamentos que são impostos pelos governos podem interferir substancialmente tanto na forma como as informações contábeis são apresentadas, como na estrutura, no funcionamento ou na própria existência das organizações. Esse caráter imperativo-regulatório-normativo-legal de países de sistema code-law, a exemplo do Brasil, poderia levar as pessoas jurídicas a assumirem um comportamento mais conservador (Britto, 2014). Portanto, a normatização, seja ela de caráter voltado para as práticas contábeis ou legais, altera o grau de adoção de práticas conservadoras por parte das empresas.
O conservadorismo é o resultado do reconhecimento assimétrico das perdas em relação aos ganhos (Basu, 1997). Nesse sentido, os agentes ao identificarem uma má notícia que gera uma incerteza futura ou que represente uma perda real, explicitam as informações contábeis mais tempestivamente e adotam escolhas que resultem em um menor patrimônio líquido.
Como exemplo de reconhecimento de perdas que afetam o resultado e o patrimônio, pode-se citar os casos concretos como o da BHP, que contabilizou perdas decorrente do acidente ocorrido em 2015, na Samarco, em razão do rompimento da barragem na cidade de Mariana/MG; e também as perdas reconhecidas pelo grupo OGX em 2013, em razão da inviabilidade dos campos de petróleo.
Além dos exemplos acima, a empresa Petrobras, no ano de 2014 reconheceu em suas demonstrações contábeis uma perda por impairment de 44,6 bilhões de reais, motivada pelo envolvimento em práticas de corrupção, que foram evidenciadas através Operação Lava Jato (Petrobras, 2015). E em 2017, foi a vez da JBS ver o preço de suas ações despencarem ao serem noticiados os depoimentos dos sócios envolvidos na Operação Lava Jato acerca de financiamento de campanha de agentes políticos.
Nesse cenário de percepção de más notícias e risco de responsabilização, resta a dúvida se isso também influenciou as demais empresas brasileiras. Diga-se ainda, que há algum tempo, a literatura contábil carecia de estudos que identificassem alterações na tributação ou na normatização e seus efeitos sobre o conservadorismo Watts (2003b). Entretanto, contemporaneamente, os estudos sobre a relação entre o conservadorismo e a normatização tornaram-se mais populares, principalmente após a disseminação das normas internacionais de contabilidade (IFRS) pelo mundo. A exemplo disso, Bertin e Moya (2013) perceberam um aumento no grau de conservadorismo condicional das empresas chilenas após a adoção das IFRS.
Por outro lado, Santos, Lima, Freitas e Lima (2011) não conseguiram concluir se as novas regras impostas pela Lei 11.638/07 (Brasil, 2007) causaram efeito sobre o grau de conservadorismo das empresas brasileiras. Entretanto, Sousa, Sousa e Demonier (2016) identificaram que após a adoção obrigatória do full IFRS, em 2010, não houve qualquer alteração no grau de conservadorismo nos demonstrativos contábeis das empresas listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão.
Dessa forma, os efeitos da inserção de uma nova legislação ou normatização contábil que impactam nas escolhas contábeis e no nível de conservadorismo das empresas ainda são inconclusivas, corroborando o apontamento de Watts (2003b) acerca da necessidade de realização de mais
estudos neste campo, razão pela qual justifica-se a presente pesquisa. Esta, em especial, porque irá analisar o efeito da Lei Anticorrupção sobre o conservadorismo condicional nas empresas listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão, assunto ainda inexplorado em pesquisas empíricas no âmbito contábil.
Diante do exposto, a hipótese de pesquisa é a que as empresas poderiam passar a adotar um comportamento mais conservador em razão da necessidade de atender aos preceitos da Lei Anticorrupção, que exige a implantação de mecanismos de compliance e por sua vez, pode influenciar a estrutura dos mecanismos de controles internos e da qualidade da informação contábil. Portanto, este estudo visa responder a seguinte problemática: A vigência da Lei Anticorrupção alterou o grau de conservadorismo das empresas brasileiras? Assim, o objetivo geral é verificar se a vigência da Lei Anticorrupção alterou o grau de conservadorismo das empresas brasileiras. Para isso, deve-se testar se o coeficiente de conservadorismo mudou após a promulgação da Lei Anticorrupção.
Desse modo, para alcançar o objetivo proposto na pesquisa que é o estudo do conservadorismo, foi utilizado o modelo reverso de lucros associados a retornos de Basu (1997), adaptado à influência da Lei Anticorrupção, e aplicado as empresas brasileiras listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão no período de 2011 a 2016, ou seja, antes e após a vigência da lei. Ressalta-se que após a vigência da lei, o período é marcado por eventos associados a fraudes e envolvimento de empresas com a corrupção, passíveis de penalizações ou indenizações por responsabilizações jurídicas.
Com o estudo, pretende-se contribuir com a literatura no que tange ao estudo da influência de fatores exógenos, como a legislação governamental, sobre o comportamento de escolhas contábeis e qualidade da informação que conduzem a adoção de posições mais ou menos conservadoras por parte das empresas. Mais especificamente, corroborar a ideia defendida por Kronbauer, Marquezan, Barbosa e Diehl (2017) de que quando há o surgimento de um novo acontecimento é pertinente a realização de novas investigações e, até mesmo, comparações com as já realizadas anteriormente. Kronbauer et al. (2017) estudou os efeitos do conservadorismo após a alteração no pronunciamento conceitual básico e deu prosseguimento ao trabalho de Santos et al. (2011), que havia analisado os efeitos da Lei nº 11.638/07 sobre o conservadorismo condicional das empresas. Portanto, é essa pequena lacuna advinda de um novo marco legal pertinente ao comportamento das empresas listadas na [B]³ que esta pesquisa pretende preencher.
2 REFERENCIAL TEÓRICO
2.1 Compliance E Lei Anticorrupção
A corrupção é um processo sistêmico, complexo e prejudicial às organizações, mas que precisa ser compreendido para que possam ser realizadas as correções necessárias, por exemplo através da consolidação dos valores éticos dos indivíduos (Nielsen, 2003).
Santos, Guevara e Amorim (2013) revelam que um maior grau de instrução amplia a percepção ética do indivíduo. Por isso, as empresas precisam investir em treinamentos que promovam a qualificação dos funcionários, e assim,
fortalecerem os valores éticos dos indivíduos. Dessa forma, segundo os autores, as organizações não devem apenas investir recursos na qualificação técnica dos seus agentes, mas em programas essenciais que promovam a ética, como por exemplo: elaboração de códigos de conduta, a manutenção de comunicação permanente com os colaboradores, seleção pautada em critérios éticos, além da criação de um comitê de ética e atuação proativa do controle interno.
A Controladoria Geral da União – CGU (2016) considera que a Lei Anticorrupção “representa importante avanço ao prever a responsabilização objetiva de empresas que praticam atos lesivos contra a administração pública”. A lei prescreve penalidades, como multas, que levariam as empresas a desembolsarem valores correspondentes a até 20% (vinte por cento) do seu faturamento. Além disso, a punição nunca será inferior ao benefício percebido ilicitamente pela empresa, que deverão reparar integralmente o dano contra a administração pública.
De acordo com Campos (2015), o objetivo da Lei nº 12.846/13 é combater a corrupção através do desincentivo às práticas lesivas ao erário, tornando o investimento preventivo mais benéfico que o ônus das penalidades.
Ademais, a referida lei prevê a responsabilização objetiva da pessoa jurídica. Como fatores preventivos, mas também atenuantes do crime, a lei estabelece que as empresas devem adotar procedimentos de auditoria, mecanismos de integridade e, também aplicar o código de ética e conduta no âmbito de atuação da pessoa jurídica. Como penalidades, a lei prevê o pagamento de multas severas, a reparação integral do dano, o perdimento dos bens, direitos ou valores percebidos indevidamente, a suspensão ou interdição parcial das atividades e, a mais gravosa, a dissolução compulsória da pessoa jurídica.
Por outro lado, a existência de mecanismos internos de integridade nas organizações, como por exemplo, sistemas de incentivo à denúncia de irregularidades e aplicação de códigos de ética e de conduta, ou seja, estruturas de prevenção e detecção de ilícitos (compliance) são fatores atenuantes da aplicação do rigor punitivo (Neto & Freitas, 2014) e são favoráveis à celebração de acordos de leniência (Lei nº 12.846, 2013). Portanto, as organizações terão que estruturar internamente os mecanismos de compliance para prevenir e combater a corrupção, sob pena de serem responsabilizadas objetivamente e terem que indenizar com seu próprio patrimônio o dano causado por seus agentes.
Semelhante a Lei Anticorrupção, a Lei Sarbanes-Oxley (SOX) surgiu em razão da desconfiança por parte dos investidores após os escândalos de empresas como Enron e WorldCom (Lobo & Zhou, 2006). Como medida para melhorar a qualidade da informação financeira e para restaurar a confiança dos investidores, o Congresso dos Estados Unidos aprovou a SOX no ano de 2002 (Goh & Li, 2011), considerando que apenas a preocupação com a possibilidade de pagamento de propinas a empresas estrangeiras contida no escopo da Foreign
Corruption Practices Act de 1977 já não era suficiente para conter atos de
corrupção.
Como observam Mendonça, Costa, Galdi e Funchal (2010), a Lei Sarbanes-Oxley, impôs às empresas americanas e as empresas estrangerias que emitem ADRs rigorosos mecanismos que tem por finalidade a redução dos riscos dos investidores, a mitigação da fraude e a asseguração da transparência das demonstrações financeiras. A estruturação desses mecanismos internos de
compliance aumentam os custos de agência, pois demandam dispêndio para a
concessão de garantias, custos residuais ou monitoramento dos agentes de forma a limitar as ações irregulares (Jensen & Meckling, 2008). Dessa forma, o
compliance poderia modificar a estrutura contratual ou o comportamento dos
agentes, trazendo implicações para o grau de conservadorismo.
De maneira similar a outras normas estrangeiras com inspiração anticorrupção (UK Bribery Act no Reino Unido; SOX e Foreign Corruption Practices
Act - FCPA nos Estados Unidos), no Brasil, a lei apresenta uma preocupação que
vai além da esfera punitiva, mas induz a criação de um sistema preventivo, focado no aperfeiçoamento dos controles internos e na consolidação de aspectos éticos e de responsabilidade social por toda a estrutura da organização. Essa preocupação tem o potencial de impactar também na qualidade da informação contábil reportada pelas empresas.
Neste sentido, Bunkanwanicha e Greusard (2018) investigaram os efeitos da FCPA, no período de 1978 a 2015, sobre a qualidade da informação contábil de 241 empresas norte americanas acusadas de violar os termos dessa norma e outras 194 empresas/pares não investigadas. Os resultados da pesquisa indicaram que as empresas acusadas apresentavam maior nível de gerenciamento de resultados do que as empresas não investigadas e que mesmo as empresas acusadas obtiveram uma melhora na qualidade da informação contábil após o período de violação. Segundo os autores, o processo de compliance com a legislação levou às empresas a melhorarem seus controles, favorecendo assim o aumento da qualidade da informação contábil, inclusive para empresas que não estavam sobre investigação.
Acerca do conservadorismo, Alam e Petruska (2012) identificaram uma relação positiva entre a probabilidade do aumento da responsabilidade legal e o conservadorismo das empresas. Os autores concluíram que o nível de conservadorismo era menor no período anterior ao processo investigativo promovido pela Securities and Exchange Commission (SEC), ou seja, as chances de responsabilização aumentaram durante as investigações da SEC.
Considerando o contexto, Alam e Petruska (2012) também apontam que a probabilidade ou previsibilidade de ocorrência da fraude pode ser sinalizada através da análise da variação do grau de conservadorismo empregado pelas empresas. Segundo os autores, a determinação do exato momento da mudança do nível de conservadorismo nos relatórios financeiros poderia ser útil para o combate ou até mesmo, para a descoberta de potenciais práticas fraudulentas.
2.2 Conservadorismo
O conservadorismo contábil se faz presente desde a época medieval, quando já havia recomendação para que os auditores das contas dos senhores feudais fossem fieis e prudentes; além disso o código de comércio da França de 1673, da Prússia de 1794 e da Alemanha de 1884 determinavam que os bens fossem inventariados pelo menor valor entre o custo histórico e o mercado (Basu, 2009).
Segundo Hendriksen e Van Breda (1999) o conservadorismo está associado à incerteza; primeiramente, a incerteza quanto à expectativa de continuidade das empresas; segundo, porque a contabilidade ao mensurar os elementos do patrimônio precisa estimar com base em experiências pretéritas valores futuros, dentro de um parâmetro provável, mas não exato ou incontroverso e que
precisam ser ajustados à medida do acontecimento dos fatos. Nesse ambiente, no qual há restrição quanto à confiabilidade da divulgação das informações contábeis, é que pode surgir o conservadorismo. Para os autores, o conservadorismo é a consequência das decisões contábeis que promovem a escolha, dentre as alternativas válidas perante a ciência contábil, dos menores valores para ativos e receitas e dos maiores valores para passivos e despesas; além disso, o reconhecimento antecipado das despesas e postecipado das receitas também reflete o conservadorismo.
As decisões contábeis mais conservadoras, como consequência, conduzem à formação de um menor Patrimônio Líquido e induzem à percepção de que o pessimismo é mais benéfico que o otimismo, pois há maior risco para a continuidade da empresa se os lucros forem superestimados em comparação à escolha contrária (Hendriksen & Van Breda, 1999). Entretanto, os autores afirmam que o conservadorismo é um método pobre para contornar as incertezas do ambiente e dos critérios de mensuração e pode afetar diretamente a representação fidedigna das informações contábeis, que passam a evidenciar números enviesados e prejudiciais à tomada de decisões.
Nesse contexto, é importante que se faça uma pequena distinção entre duas propriedades do lucro contábil: timeliness e conservadorismo. Para Ball, Kothari e Robin (2000), timeliness é definida como a medida na qual o lucro contábil corrente incorpora o lucro econômico correspondente, enquanto conservadorismo é a medida na qual o lucro contábil corrente incorpora assimetricamente as perdas em comparação aos ganhos.
Basu (1997) conceitua o conservadorismo como o reconhecimento assimétrico das boas notícias em relação as más notícias. Para o autor, na presença de conservadorismo, o resultado econômico de uma empresa é impactado primeiramente (mais rapidamente) pelas más notícias do que pelas boas notícias.
Segundo Watts (2003a) o conservadorismo não implica que todos os fluxos de caixas da receita devam ser recebidos antes do reconhecimento dos lucros decorrentes de vendas a prazo, por exemplo, mas sim que esses fluxos de caixa sejam verificáveis. O conservadorismo está associado a uma maior necessidade de verificação dos ganhos versus perdas; quanto maior o grau de verificação exigido para os ganhos, maior o conservadorismo.
Neste sentido, Dechow et al. (2010) observam que o conservadorismo é uma maneira de prevenir o natural otimismo dos gestores e, portanto, é uma característica desejável nas organizações, pois induz a maior persistência dos resultados no caso do reconhecimento dos ganhos. Os autores indicam que o conservadorismo é uma das principais proxies utilizadas nas pesquisas que objetivam medir a qualidade da informação contábil.
Beaver e Ryan (2005) classificam o conservadorismo em duas formas distintas. A primeira é o conservadorismo incondicional – que é ex-ante ou que independe das notícias e do evento econômico – implica na subavaliação do valor contábil líquido dos ativos em razão da simples escolha dos procedimentos contábeis. A segunda é o conservadorismo condicional – ex-post – na qual o valor contábil dos ativos é subavaliado apenas em circunstâncias mais adversas quando comparadas com situações favoráveis, levando em consideração o evento econômico subjacente à transação. Diante dessa classificação, o
conservadorismo analisado sob a ótica de Basu (1997) é o de natureza condicional.
No Brasil, as pesquisas sobre conservadorismo têm se desenvolvido nos últimos anos, não possuindo mais um caráter embrionário. Além disso, os pesquisadores brasileiros empregam, na maioria dos estudos, o modelo de regressão reversa entre lucro e retorno, proposto por Basu (1997). Assim, os estudos no âmbito nacional têm contribuído de forma importante para a ampliação da pesquisa empírica sobre o comportamento do conservadorismo contábil nas empresas (e.g. Sousa et al., 2016; Silva, 2015; Marques, Correio, & Correio, 2012; Rocha, Lima, Carvalho, & Neto, 2012; Santos et al., 2011; Moreira, Colauto, & Amaral, 2010; Almeida, Scalzer, & Costa, 2008; Santos & Costa, 2008; Costa, Lopes, & Costa, 2006).
3 FORMULAÇÃO E DESENVOLVIMENTO DA HIPÓTESE DE PESQUISA
De acordo com Watts (2003a), o conservadorismo beneficia os usuários da informação contábil e o seu surgimento está associado à eficiência dos contratos realizados pela empresa com as diversas partes. Para o autor, o conservadorismo é uma forma de reduzir o risco moral causado pela assimetria informacional entre as partes e possui como atributo a capacidade de conter o comportamento oportunista da administração e dos acionistas, subavaliar os ganhos acumulados e os ativos líquidos, mas aumentar o valor da empresa através dos contratos.
O autor supracitado também afirma que as partes não contratantes na sociedade valorizam a restrição ao pagamento oportunista derivada de contratos. Ao subestimar os ativos líquidos, o conservadorismo reduziria o custo dos litígios da empresa e; considerando que contratos baseados em números contábeis não verificáveis não seriam executáveis, a necessidade de provas contra fraudes em relatórios financeiros demandaria números contábeis verificáveis, o que aumentaria o conservadorismo nas empresas (Watts, 2003a).
É nesse contexto que surge a hipótese de pesquisa do presente trabalho. Suponha-se que após a vigência da Lei nº 12846/13, as empresas perceberam a necessidade da implantação de mecanismos de combate à corrupção e promoção dos valores éticos. Como consequência, a lei trouxe implicações para a governança corporativa que influenciou a alteração dos padrões dos contratos, a fim de reduzir o comportamento oportunista de administradores e acionistas, resultando em um aumento do grau de conservadorismo.
É importante considerar que a Lei Anticorrupção poderia ter um efeito semelhante ao causado pelas leis norte americanas Foreign Corruption Practices
Act (FCPA) e SOX Sarbanes-Oxley, que após a suas promulgações aumentaram
a responsabilidade da administração das empresas, passando a impor responsabilização criminal sobre os relatórios financeiros, fato que contribuiu para o aumento da qualidade da informação contábil (Bunkanwanicha & Greusard, 2018) e de maneira análoga pode afetar o nível de conservadorismo.
Ressalta-se que no caso da SOX, as suas repercussões sobre o grau de conservadorismo das empresas já foram comprovadas empiricamente. Por exemplo, Goh e Li (2011) perceberam o fortalecimento dos controles internos e aumento do conservadorismo após a vigência da Lei Sarbanes-Oxley. Por sua vez, Mitra, Jaggi e Hossain (2013) apontaram que após a SOX o conservadorismo e a
qualidade dos controles internos alteram significativamente. Também após a edição da lei, Lobo e Zhou (2006) concluíram que as empresas listadas na COMPUSTAT reduziram o gerenciamento de resultados e aumentaram o nível de conservadorismo. Resultado semelhante foi encontrado por Mendonça et al. (2010) no período pós-SOX, quando foi percebido o aumento do conservadorismo das empresas que haviam emitido ADR antes do ano de 2002.
Outra justificativa para o aumento do conservadorismo seria a possibilidade de responsabilização objetiva da pessoa jurídica em um processo litigioso. A existência de uma estrutura de compliance semelhante à prevista no art. 7º, VIII da Lei nº 12.846/13 como, por exemplo, a existência de mecanismos e procedimentos internos de integridade, auditoria, programas de incentivo à denúncia e aplicação plena dos códigos de ética, seriam fatores positivos e atenuantes das sanções. Ademais, uma subestimação dos ativos geraria uma menor expectativa por quem de direito ou oportunamente viesse a requerer uma indenização por perdas ou danos de caráter indenizatório, pois a LAC considera também a situação econômica do infrator para fins de aplicações de sanções. Assim, um posicionamento mais conservador seria uma forma de preservação antecipada da continuidade da empresa.
Neste sentido, Alam e Petruska (2012), verificaram que as empresas com indícios de procedimentos fraudulentos, ao serem investigadas pela SEC, perceberam uma ameaça futura de uma possível responsabilização e anteciparam o risco; com isso, durante a atuação da SEC aumentaram o grau de conservadorismo como precaução para contrabalançar as penalizações que poderiam advir dos litígios. Como já abordado anteriormente, a Lei Anticorrupção prevê o pagamento de multas como punição pelas ações infralegais. Na visão de Becker (1968) e Eide, Rubin e Sheperd (2006), esta punição tem como finalidade minimizar as perdas sociais e, ao mesmo tempo, reduzir tanto a utilidade esperada em investimentos em mercado informais como a incidência de ocorrências criminosas.
Além disso, Basu e Liang (2016) perceberam que a promulgação de leis que reduzem a responsabilidade de diretores provoca uma mudança na qualidade dos relatórios financeiros, pois os choques exógenos aos riscos de litígios de diretores interferem no conservadorismo condicional das empresas. No estudo de Basu e Liang (2016), a lei analisada reduziu a responsabilização de diretores e com isso, reduziu o conservadorismo. No caso da Lei Anticorrupção a situação é inversa, pois a responsabilização da empresa é objetiva, podendo alcançar os diretores, forçando-os coercitivamente a indenizar a Administração Pública em um processo de reparação de danos.
Frisa-se que as implicações decorrentes do combate à corrupção nas empresas podem ocorrer em dois momentos distintos. Primeiramente, tem-se a fase ex ante, na qual ocorrem mudanças na governança corporativa e investimentos em estruturas preventivas de combate à corrupção, mas que representam custos financeiros para a estruturação dos mecanismos de
compliance. A fase ex-post contempla a descoberta do envolvimento com a
corrupção, a investigação das fraudes e o surgimento dos litígios, fatores que impactam nos relatórios financeiros através do reconhecimento das perdas, por baixa de ativos (impairment). Talvez, a tarefa mais difícil nesses dois casos seja diferenciar o conservadorismo oriundo de um processo preventivo daquele que é consequente de fraudes, como evidenciaram Alam e Petruska (2012).
Portanto, considerando o cenário apresentado e a influência do conservadorismo no que tange aos relatórios financeiros das empresas em geral, adotou-se a seguinte hipótese de pesquisa:
Hipótese: O grau de conservadorismo nas empresas brasileiras aumentou após a vigência da Lei Anticorrupção.
4 DESENHO DA PESQUISA
4.1 Coleta De Dados E Universo Da Pesquisa
A tipologia desta pesquisa é classificada como ex-post-facto, com abordagem quantitativa. Os dados necessários para a pesquisa (variáveis relacionadas ao mercado) são secundários e foram coletados através do software Economática®. A população da pesquisa consiste nas empresas de capital aberto que estavam listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão, durante o segundo trimestre de 2011 ao terceiro trimestre de 2016.
Considerando que a Lei nº 12.846/13 passou a ter sua vigência a partir de janeiro de 2014 e o último período disponível de dados foi o terceiro trimestre de 2016, optou-se por analisar o comportamento do conservadorismo nos 11 trimestres posteriores e 11 anteriores a janeiro de 2014, totalizando 22 trimestres, tornando igualmente balanceada a quantidade de períodos antes e após a vigência da lei. Segundo Furtado, Souza e Sarlo Neto (2016) este procedimento permite obter estimativas mais rigorosas. Logo, o período pesquisado abarca somente informações financeiras em consonância aos padrões das normas internacionais de contabilidade (IFRS). Considerando que o conservadorismo é estimado com base em dados do período de referência anterior, no presente caso, para calcular os valores do segundo trimestre de 2011, foram necessários os dados do primeiro trimestre de 2011.
No que tange às demonstrações contábeis, optou-se por trabalhar com informações intermediárias, trimestrais consolidadas, em razão da pouca quantidade de dados anuais após a vigência da Lei nº 12.846/13. A escolha por dados trimestrais tem sido objeto de críticas por parte de alguns autores nos estudos sobre conservadorismo. Santos et al. (2011), que utilizaram informações trimestrais em sua pesquisa, relatam que algumas políticas contábeis adotadas apenas para fins de divulgações anuais poderiam não ser devidamente captadas através do uso de dados trimestrais.
Entretanto, deve-se destacar que os relatórios anuais não carregam níveis elevados de oportunidade para capturar a informação de uma empresa; cerca de 85 a 90 por cento da informação é capturada através de meios mais rápidos, a exemplos dos relatórios parciais trimestrais (Ball & Brown, 1968). Além disso, existe a questão da reação do mercado em razão da sazonalidade dos lucros para determinados setores e, principalmente, o fato das informações trimestrais serem potencialmente mais poderosas para testar a teoria contábil positiva baseada em mercados de capitais (Kothari, 2001). Portanto, considerando o exposto, a opção trimestral mostra-se uma alternativa mais oportuna para captar a percepção do mercado.
Outro critério exigido para a composição da amostra de empresas é a disponibilidade das cotações das ações para cada um dos trimestres encerrados em 31/03, 30/06, 30/09 e 31/12 do lapso temporal pesquisado.
Para a escolha das empresas, inicialmente partiu-se de um total de 384 empresas listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão. Destas, foram excluídas 175 empresas em razão da ausência de informações financeiras para todos os trimestres analisados, e 44 empresas do setor financeiro e outros. Destaca-se que o setor financeiro apresenta características peculiares as demais entidades, principalmente quanto a característica de suas operações e ao modo de contabilização empregado, o que justifica a sua exclusão ou mesmo a sua análise de forma individualizada, o que não será realizado nesta pesquisa (Silva, Aillón, Sartorelli, & Bezerra, 2012).
Dessa forma, os dados correspondem a 165 empresas de 9 setores econômicos da [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão: bens industriais (28), consumo cíclico (49), consumo não cíclico (16), materiais básicos (26), petróleo, gás e combustíveis (5), saúde (6), tecnologia da informação (3), telecomunicações (4), utilidade pública (28), perfazendo um total de 3.630 empresas-trimestres para o modelo modificado de Basu (1997), que será descrito mais à frente.
4.2 O Modelo
Para o desenvolvimento da pesquisa foram utilizadas as variáveis Lucro por Ação (LPA), Preço da Ação (P) e Retorno (RE), todas deflacionadas pelo preço da ação no início do período, o qual corresponde ao trimestre anterior, como forma de controlar o efeito de escala e a heterocedasticidade (Basu, 1997; Christie, 1987; Costa et al., 2006; Dechow, 1994; Santos & Costa, 2008; Sousa et al., 2016). Segundo Christie (1987), a deflação para controle da heterocedasticidade se aplica aos dois termos da equação, ou seja, deflaciona-se as variáveis independentes e as dependentes.
No intuito de avaliar a presença do conservadorismo nas empresas foi utilizado como estimativa o modelo reverso de lucros associados a retornos (Basu, 1997), em uma perspectiva do reconhecimento das boas e más notícias através do lucro contábil: 𝑳𝑷𝑨𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 = α0 + α1Dit + ß0 𝑹𝑬𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 + ß1Dit 𝑹𝑬𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 + εit (1) onde:
LPAi,t = lucro líquido contábil por ação da empresa i no trimestre t; Pi,t-1 = preço da ação da empresa i no final do trimestre anterior (t-1); Di,t = variável dummy que assume o valor 1 quando o retorno econômico da empresa i no trimestre t for negativo e zero nos demais casos. A adoção de uma variável dummy permite a identificação de uma sensibilidade do lucro contábil frente a resultados positivos ou negativos.
REi,t = retorno econômico da empresa i no trimestre t, calculado através da diferença Pi,t - Pi,t-1 (ajustado pelo pagamento de dividendos);
α0 = intercepto, não há previsões para o seu comportamento (Basu, 1997); α1 e ß1 = capturam o reconhecimento assimétrico (conservadorismo) do retorno econômico pelo lucro contábil em relação às boas e más notícias, onde α1 mede a defasagem temporal e ß1 a intensidade da defasagem (Sousa et al., 2016);
ß0 = captura o retorno econômico através do lucro contábil em conjunto, ou seja, tanto quanto para retornos positivos quanto negativos permitindo assim, analisar a oportunidade da informação contábil (Costa et al., 2006).
A equação 1 corresponde ao modelo original de Basu (1997), que previa a deflação das variáveis contábeis pelo preço da ação no início do período anterior. Optou-se por evidenciar na equação a divisão dos dois termos da equação pela variável Pi,t-1 para tornar mais evidente o efeito do uso do deflator para fins de controle da heterocedasticidade e da escala, assim como o utilizado por Sousa et al. (2016).
No modelo original, o conservadorismo é percebido quando o lucro contábil corrente incorpora mais rapidamente as más notícias do que as boas notícias, ou seja, o lucro possui maior correlação frente a retornos negativos do que os positivos (Costa et al., 2006; Roychowdhury & Watts, 2007; Santos & Costa, 2008; Sousa et al., 2016). Assim, se o coeficiente ß1 apresentar sinal positivo e significativo evidencia-se a presença do conservadorismo; e quanto maior o valor de ß1 e sendo positivo, maior o grau de conservadorismo das empresas.
Se o lucro contábil incorporar mais significativamente o retorno econômico negativo que o retorno econômico como um todo, ou seja, se houver conservadorismo no reconhecimento do retorno econômico pelo lucro contábil é esperado que o coeficiente ß1 seja estatisticamente significativo e maior que o coeficiente ß0. Portanto, a percepção do conservadorismo implica em ß0 + ß1 > ß0, ou seja, ß1 > 0 (Givoly & Hayn, 2000; Roychowdhury & Watts, 2007; Rocha, Lima, Carvalho, & Neto, 2012).
Considerando que se pretende analisar o conservadorismo condicional após a vigência da Lei Anticorrupção, a equação 1, que é o modelo de Basu (1997), foi modificada tendo por base o estudo de Santos et al. (2011) e Sousa et
al. (2016). A partir do modelo original, incluiu-se uma variável dummy, que foi
chamada de ‘DLAC’, para capturar a mudança no nível de conservadorismo a partir da vigência da Lei Anticorrupção, assumindo o valor 1 no trimestre em que a lei já estava em vigência (a partir de janeiro de 2014) e zero nos demais casos:
𝑳𝑷𝑨𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 = α0 + α1Dit + ß0 𝑹𝑬𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 + ß1Dit* 𝑹𝑬𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 + ß2DLAC* 𝑹𝑬𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 + ß3DLAC*Dit* 𝑹𝑬𝒊,𝒕 𝑷𝒊,𝒕−𝟏 εit (2)
Assim como no modelo adaptado de Basu (1997), as variáveis também foram deflacionadas pelo preço da ação no início do período para fins de controle da heterocedasticidade (Basu, 1997; Christie, 1987; Dechow, 1994; Sousa
et al., 2016).
Como é possível observar na equação 2, os coeficientes ß2 e ß3 correspondem à adaptação ao modelo original de Basu (1997) e tem a função de captar a influência da Lei Anticorrupção sobre o grau de conservadorismo das empresas, em comparação ao período anterior a sua vigência. Dessa forma, espera-se que se o coeficiente ß3 seja positivo, significativo e superior a ß2, o que indicaria um aumento do grau de conservadorismo após o marco legal. O ß2 tem a função de capturar as reações dos ganhos sob a influência da Lei Anticorrupção e o ß3 as mudanças no conservadorismo condicional.
Considerando a discussão e a adaptação ao modelo de Basu (1997), a fim de captar os objetivos propostos nesta pesquisa no que tange a Lei
Anticorrupção, espera-se que as variáveis apresentem as relações exibidas na Figura 1.
Figura 1 - Relação esperada entre as variáveis de conservadorismo
Modelo Variável Coeficiente esperada Relação
Basu (1997) Di,t*𝑅𝐸𝑖,𝑡
𝑃𝑖,𝑡−1 ß1 (-)
Basu (1997) Modificado DLAC*Di,t*𝑅𝐸𝑖,𝑡
𝑃𝑖,𝑡−1 ß3 (+)
Fonte: Adaptado de Silva et al. (2012)
Quanto ao modelo original, ou seja, sem os efeitos da LAC, de acordo com a Figura 1 espera-se que ß1 apresente uma relação negativa, o que seria corroborado com os estudos anteriores, onde não foi verificada a presença de conservadorismo nas empresas listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão (Alves & Martinez, 2014; Silva, 2015; Sousa et al., 2016). Como em um ambiente de contabilidade conservadora os ganhos refletem mais rapidamente as más notícias do que as boas notícias (Basu, 1997; Basu & Liang, 2016), o ß3 é o coeficiente incremental sobre o retorno negativo e, no modelo, deve ser positivo segundo Ball, Kothari e Nikolaev (2013), ou seja, ß3 evidencia o conservadorismo condicional após a promulgação da Lei Anticorrupção.
4.3 A Escolha Do Tipo De Painel
O modelo de painel, é classificado como curto, no qual o quantitativo de trimestres é inferior ao número de indivíduos (t < n => 22 < 165), e fortemente balanceado, o que significa que todas as empresas utilizadas na amostra foram mantidas no decorrer de todos os trimestres (Fávero, 2013; Fávero, Belfiore, Takamatsu, & Suzart, 2014; Ribeiro, Carmo, Fávero, & Carvalho, 2016). A utilização de dados em painel tem como vantagens o aumento do tamanho da amostra, são mais adequados para estudar a dinâmica das observações repetidas de corte transversal e permitem analisar modelos mais complicados (Gujarati & Porter, 2011).
Para a escolha mais adequada entre os modelos de painel, quais sejam Dados Empilhados (Pooled Data), Efeitos Fixos (EF) ou Efeitos Aleatórios (EA) é recomendável a realização dos testes: F de Chow (Pooled x EF), Breusch-Pagan (Pooled x EA) e Hausman (EF x EA) (Fávero, 2013; Gujarati, & Porter, 2011; Moreira
et al., 2010). Os resultados dos testes indicaram o uso do modelo de Efeitos Fixos,
tanto para o modelo original de Basu (1997) quanto para o modelo modificado. No que se refere à equação modificada (2), aplicando-se o teste F de Chow verificou-se que o modelo de Efeitos Fixos é o mais adequado, pois F=5.33 (sig. F=0.0000). O teste Breusch-Pagan apontou a adequação do modelo Pooled em relação ao modelo de efeitos aleatórios, sendo χ²=899.86 (sig. χ²=0.0000). O terceiro teste aplicado foi o de Hausman, o qual revelou a necessidade de rejeição da hipótese nula de que a modelagem de Efeitos Aleatórios oferece estimativa mais consistente em relação a de Efeitos Fixos, pois χ²=88.09 (sig. χ²=0.0000). Portanto, considerado o exposto, o modelo de Efeitos Fixos é o mais adequado.
Para o modelo original os testes apresentaram os seguintes valores: F de Chow (F=5.22, sig χ²=0.0000), Breusch-Pagan (χ²=868.44, sig. χ²=0.0000) e Hausman (χ²=69.29, sig. χ²=0.0000), indicando também a opção pela modelagem de Efeitos Fixos.
Salienta-se que, de acordo com Ball et al. (2013), a abordagem de efeitos fixos elimina o viés das estimativas da forma como os lucros incorporam tempestivamente as notícias do retorno. Para os autores, as estimativas com base em efeitos fixos são estatisticamente mais significativas e se comportam como uma função previsível do market-to-book, do tamanho e da alavancagem, o que garante maior robustez para os dados.
5 APRESENTAÇÃO E ANÁLISE DOS RESULTADOS
Na Tabela 1 são apresentados os resultados da equação 1, que corresponde à regressão de dados em painel com efeitos fixos para a amostra considerada e com a utilização do modelo original de Basu (1997).
Tabela 1 - Resultados do teste pelo modelo original de Basu (1997)
Modelo original: 𝐿𝑃𝐴𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 = α0 + α1Dit + ß0* 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 + ß1Dit* 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 + εit
Variáveis Coeficiente Valor Erro-padrão Z
Dit α1 -0.09227* (0.063) 0.049702 -1.86 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 ß0 -0.27110** (0.021) 0.117224 -2.31 Dit*𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 ß1 -0.10663 (0.648) 0.233576 -0.46 Constante α0 -0.10116*** (0.003) 0.034124 -2.96 N: 3.630
Em que LPAi,t = lucro líquido contábil por ação da empresa i no trimestre t; Di,t = variável
dummy que assume o valor 1 quando o retorno econômico da empresa i no trimestre t for negativo e zero nos demais casos; Pi,t-1 = preço da ação da empresa i no final do trimestre
anterior (t-1); REi,t = retorno econômico da empresa i no trimestre t, calculado através da diferença Pi,t - Pi,t-1.
Nível de significância: *** 1%; ** 5%; *10%. P-valores entre parênteses. Fonte: Elaborado pelos autores.
Como se pode observar na Tabela 1, o coeficiente α1 é negativo e significativo, indicando que a informação contábil está sendo transmitida em tempo hábil e o lucro apresenta maior sensibilidade frente aos resultados negativos do que positivos.
O coeficiente ß0 é negativo e significativo. Caso exista uma relação direta e positiva é possível afirmar que o retorno positivo reflete um lucro positivo e a recíproca é verdadeira, ou seja, o retorno negativo reflete um lucro negativo. No entanto, a relação encontrada ß0 foi inversa, indicando que as más notícias não são incorporadas ao lucro oportunamente. O sinal de significância do coeficiente
ß0 corrobora com o estudo de Costa et al. (2006), os quais encontraram uma relação inversa e significativa para relação retorno e lucro nas empresas
brasileiras e venezuelanas no período de 1995 a 2001. No trabalho de Costa et al. (2006), os autores concluíram que a Contabilidade não incorporou o retorno econômico, em razão do modelo de governança corporativa e do ambiente institucional presente nos países estudados.
O coeficiente ß1 apresentou sinal negativo, porém sem significância estatística. Dessa forma, no presente estudo não há evidências da presença de conservadorismo, se desconsiderado o efeito da Lei Anticorrupção. Cabe ressaltar que o período de análise vai do segundo trimestre de 2011 ao terceiro trimestre de 2016, ou seja, abarca a adoção do full IFRS pelas empresas. Neste sentido, desconsiderando o fator LAC, os resultados corroboram com Alves e Martinez (2014), Silva (2015), Sousa et al. (2016), os quais não verificaram a presença de práticas conservadoras pelas empresas listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão a partir do encerramento do exercício de 2010, ou seja, pós IFRS.
A Tabela 2 evidencia o resultado da estimativa do modelo modificado de Basu (1997), com a incorporação dos efeitos da influência da Lei Anticorrupção sobre o grau de conservadorismo das empresas.
Tabela 2 - Resultados do teste pelo modelo modificado de Basu (1997)
Modelo modificado: 𝐿𝑃𝐴𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 = α0 + α1Dit + ß0 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 + ß1Dit* 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 + ß2DLAC* 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 + ß3DLAC*Dit* 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 + εit
Variáveis Coeficiente Valor Desvio-padrão Z
Dit α1 -0.10430** (0.035) 0.0495365 -2.11 𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 ß0 -0.03548 (0.813) 0.1499679 -0.24 Dit*𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 ß1 -1.16652*** (0.000) 0.2961872 -3.94 DLAC*𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 ß2 -0.42953** (0.017) 0.1797193 -2.39 DLAC*Dit*𝑅𝐸𝑖,𝑡 𝑃𝑖,𝑡−1 ß3 1.73172*** (0.000) 0.3048186 5.68 Constante α0 -0.10356*** (0.002) 0.033973 -3.05 N: 3.630
Em que LPAi,t = lucro líquido contábil por ação da empresa i no trimestre t; Di,t = variável
dummy que assume o valor 1 quando o retorno econômico da empresa i no trimestre t for negativo e zero nos demais casos; Pi,t-1 = preço da ação da empresa i no final do trimestre anterior (t-1); REi,t = retorno econômico da empresa i no trimestre t, calculado através da diferença Pi,t - Pi,t-1; DLAC = variável dummy que assume o valor 1 a partir do trimestre de vigência da Lei Anticorrupção e zero nos demais casos.
Nível de significância: *** 1%; ** 5%; *10%. P-valores entre parênteses. Fonte: Elaborado pelos autores.
De acordo com a Tabela 2, o coeficiente α1 permaneceu negativo e significativo, semelhante ao resultado já identificado na Tabela 1. Isso indica que a informação contábil se manteve mais sensível a resultados negativos quando comparadas com positivos, após a inclusão da LAC no modelo. Quanto ao período anterior à vigência da LAC, confirma-se a não evidenciação do perfil mais conservador, pois ß1 apesar de ter apresentado uma estatística significativa, o coeficiente apresentou sinal negativo.
Por outro lado, o coeficiente ß3, que mede o grau de conservadorismo frente à influência da LAC, mostrou-se positivo e significativo, e superior a ß2 indicando a presença de conservadorismo após a vigência da Lei nº 12.846/13. Sousa et al. (2016) analisaram a diferença entre as duas medidas em módulo para fins de verificação do conservadorismo das empresas brasileiras, no período posterior à adoção das IFRS. Os resultados encontrados pelos autores, assim como no presente estudo apresentam um valor negativo para ß2 e positivo para ß3. Conforme Tabela 2, tem-se que |ß3| - |ß2| = |1.73172| - |-0.42953| =1.73172 - 0.42953 = 1.30219, ou seja |ß3| > |ß2|, o que confirma o aumento do conservadorismo.
Portanto, os resultados encontrados confirmam a hipótese de que o grau de conservadorismo das empresas brasileiras aumentou após vigência da Lei Anticorrupção, ou seja, os 11 trimestres após janeiro de 2014 apresentaram maior grau de conservadorismo em comparação aos 11 trimestres anteriores.
A confirmação dessa hipótese pode ser explicada de duas maneiras. A primeira, estabelecendo-se um paralelo com a economia do crime. Nesta, o comportamento criminoso pode ser moderado pela existência de punições; logo, o crime é dissuadido pelo aumento da probabilidade na severidade da punição (Becker, 1968; Eide et al., 2006). Assim, pode-se inferir que leis que preveem responsabilizações mais severas, seja para os agentes ou para as empresas, podem afetar o grau de conservadorismo empregado na informação contábil, no sentido de aumentá-lo. Portanto, o comportamento conservador refletirá uma maior vigilância após a promulgação dessas legislações.
Outra explicação, é a confirmação da teoria de Watts (2003b) para o conservadorismo, o qual é benéfico no que tange à redução do custo dos litígios das empresas e também para a comprovação contra fraudes em relatórios financeiros que dependem de informações verificáveis pautadas em práticas mais conservadoras. Ou seja, a implantação de uma estrutura de compliance, que fortalece os controles internos de uma organização e ao mesmo tempo previne a fraude e a corrupção, teria uma melhor relação custo-benefício quando comparada às perdas decorrentes das sanções advindas dos agentes fiscalizadores do mercado de capitais, ao descrédito e à perda de valor junto ao próprio mercado e aos litígios demandados por investidores e credores.
Desse modo, após a vigência da LAC, as empresas poderiam estar adotando estruturas de compliance e práticas contábeis mais conservadoras como medidas preventivas contra fraudes e riscos de responsabilizações dos agentes e das empresas. Esse raciocínio vai ao encontro da pesquisa de Bunkanwanicha e Greusard (2018). Para os autores, o processo de compliance com a FCPA levou às empresas a melhorarem seus controles, favorecendo, assim, o aumento da qualidade da informação contábil, inclusive para empresas que não estavam sobre investigação.
Além de Bunkanwanicha e Greusard (2018), pesquisas anteriores, indicaram que o conservadorismo aumentou com a implantação da SOX seja de forma geral (Lobo & Zhou, 2006; Mendonça et al., 2010), ou pela influência desta legislação sobre os controles internos (Goh & Li, 2011). Segundo Goh e Li (2011), empresas que apresentaram controles internos fracos, após efetuarem as correções destes controles, em função da SOX, aumentaram o grau de conservadorismo. Resultado este, corroborado por Mitra, Jaggi e Hossain (2013), que verificaram que as empresas que apresentavam fraquezas no controle
interno no período pré-SOX apresentaram aumento do conservadorismo no período pós-SOX.
Portanto, embora não se tenha localizado pesquisas nacionais sobre a influência da LAC no grau de conservadorismo das empresas, pesquisas anteriores (Lobo & Zhou, 2006; Mendonça et al., 2010; Goh & Li, 2011; Mitra et al., 2013; Bunkanwanicha & Greusard, 2018), permitem corroborar com os resultados encontrados neste estudo, os quais levaram a confirmação da hipótese de pesquisa de que o grau de conservadorismo nas empresas brasileiras aumentou após a vigência da Lei Anticorrupção.
É mister destacar que Rezaee e Jain (2004) ao analisarem o efeito da SOX no grau de conservadorismo contábil, verificaram uma sensível diminuição do conservadorismo após a aprovação desta legislação e, concluíram que a lei não induziu a relatórios financeiros mais conservadores, pelo menos no curto prazo. Essa discrepância em relação aos estudos apontados anteriormente aumenta a necessidade de uma maior exploração do tema.
6 CONSIDERAÇÕES FINAIS
Neste estudo identificou-se que um fator legal e exógeno que cause impacto na responsabilização de gestores e empresas provoca uma perceptível mudança no grau de conservadorismo condicional das empresas. Adotando-se o modelo modificado de Basu (1997) foi possível demonstrar que as empresas brasileiras listadas na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão apresentaram características de contabilidade conservadora após a vigência da Lei Anticorrupção – LAC.
No que tange a análise do conservadorismo sem a influência da LAC, ou seja, de acordo com o modelo original de Basu (1997), percebe-se que as empresas brasileiras não apresentam características conservadoras no que tange ao reconhecimento antecipado das más notícias em relação às boas notícias, corroborando os estudos de Alves e Martinez (2014), Silva (2015), Sousa et al. (2016).
No entanto, ao se incluir o efeito da LAC no modelo de Basu (1997) observou-se um aumento do conservadorismo nas empresas analisadas. Portanto, sugere-se que em razão das possíveis penalidades previstas na Lei Anticorrupção houve um aumento do grau de conservadorismo, o que vai ao encontro de Watts (2003a) que sugeriu que o conservadorismo pode reduzir o custo dos litígios das empresas e aumentar o grau de verificabilidade da informação contábil, especialmente no que se refere aos resultados positivos. Deste modo, as empresas estariam adotando medidas mais conservadoras e talvez, estruturas de compliance mais complexas para prevenir o patrimônio de fraudes e medidas litigiosas, que poderiam ser prejudiciais para a continuidade do negócio, ou então, representar responsabilização para os agentes, resultado esse que reforça os achados da pesquisa de Bunkanwanicha e Greusard (2018) quanto aos efeitos de legislações anticorrupção sobre a qualidade da informação contábil das empresas.
Desse modo, evidencia-se a importância do estudo do conservadorismo nas empresas. Um aumento do grau de conservadorismo poderia indicar a percepção de uma ameaça em razão de uma possível responsabilização jurídica, e com isso as empresas antecipariam o risco como forma de compensar as perdas futuras. Além disso, como já abordado neste trabalho, uma
identificação de um aumento do conservadorismo poderia ser um indício para a presença de ações fraudulentas, o que auxiliaria no processo de prevenção ou detecção de fraudes (Alam & Petruska, 2012).
A pesquisa apresenta como limitação a utilização de uma amostra não probabilística, fato que impede a generalização dos resultados à totalidade das empresas que atuam na [B]³ - Brasil, Bolsa, Balcão.
Quanto à variável Preço da Ação optou-se por não utilizar a janela temporal da reação do mercado em relação à data da publicação das demonstrações, por se estar trabalhando com dados trimestrais, que são potencialmente mais poderosos nos estudos da teoria positiva da contabilidade (Kothari, 2001).
Entende-se que, utilizando a janela temporal da divulgação das demonstrações contábeis, os fatos relevantes que ocorrem próximo ao fechamento do período também podem não serem refletidos no preço da ação. Além disso, um fator limitante é que a janela temporal considera que todas empresas publicaram as informações financeiras em determinada data-média, fato que não reflete a realidade; além disso, há a possibilidade das demonstrações terem sido republicadas.
Considerando que o presente trabalho se limitou à análise do conservadorismo contábil, mas que ao mesmo tempo evidenciou o aumento do grau de conservadorismo após a vigência da Lei Anticorrupção, abre-se caminho para futuras pesquisas sobre gerenciamento de resultados e qualidade da informação, governança corporativa, controles internos, reconhecimento de perdas e redução dos casos de corrupção.
REFERÊNCIAS
Alam, P. & Petruska, K. A. (2012) Conservatism, SEC investigation, and fraud.
Journal of Accounting and Public Policy, v. 31, n. 4, p. 399–431.
Almeida, J. C. G., Scalzer, R. S. & Costa, F. M. (2008) Níveis Diferenciados de Governança Corporativa e Grau de Conservadorismo: Estudo Empírico em Companhias Abertas Listadas na Bovespa. Revista de Contabilidade e
Organizações (RCO), v. 2, n. 2, p. 118–131.
Alves, J. S. & Martinez, A. L. (2014) Efeitos da adoção das IFRS no conservadorismo contábil das sociedades de grande porte. Advances in Scientific and Applied
Accounting, v. 7, n. 2, p. 224–243.
Ball, R. & Brown, P. (1968) An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers.
Journal of Accounting Research, v. 6, n. 2, p. 159.
Ball, R., Kothari, S. P. & Nikolaev, V. V. (2013) On estimating conditional conservatism. Accounting Review, v. 88, n. 3, p. 755–787.
Ball, R., Kothari, S. P. & Robin, A. (2000) The effect of international institutional factors on properties of accounting earnings. Journal of Accounting and Economics, v. 29, n. 1, p. 1–51.
Basu, S. & Liang, Y. (2016) Director Liability Reduction Laws and Conditional
Basu, S. (1997) The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings. Journal of Accounting and Economics, v. 24, n. 1, p. 3–37.
Basu, S. (2009) Conservatism Research: Historical Development and Future Prospects. China Journal of Accounting Research, v. 2, n.1, p. 1–20.
Beaver, W. H. & Ryan, S. G. (2005) Conditional and Unconditional Conservatism: Concepts and Modeling. Review of Accounting Studies, v. 10, n. 2–3, p. 269–309. Becker, G. S. (1968) Crime and Punishment: An economic approach. Journal of
Political Economy, v. 76, n. 2, p. 169–217.
Bertin, M. J. & Moya, J. T. A. (2013) The effect of mandatory IFRS adoption on accounting conservatism of reported earnings. Academia Revista Latinoamericana de Administración, v. 26, n. 1, p. 139–169.
Brasil. (2013) Lei n. 12.846, de 1º de agosto de 2013. Dispõe sobre a responsabilização administrativa e civil de pessoas jurídicas pela prática de atos contra a administração pública, nacional ou estrangeira, e dá outras providências. Disponível em: <http://www.planalto.gov.br/ccivil_03/_ato2011-2014/2013/lei/l12846.htm> Acesso em 13 nov. 2016.
Brasil. (2007) Lei n. 11.638, de 28 de dezembro de 2007. Altera e revoga dispositivos da Lei no 6.404, de 15 de dezembro de 1976, e da Lei no 6.385, de 7 de dezembro de 1976, e estende às sociedades de grande porte disposições relativas à elaboração e divulgação de demonstrações financeiras. Disponível em: <http://www.planalto.gov.br/ccivil_03/_ato2007-2010/2007/lei/l11638.htm>
Acesso em: 13 nov. 2016.
Britto, W. S. F. (2014). Análise do conservadorismo condicional nas empresas cotadas na BM&FBOVESPA que possuem ativos biológicos. In: 38 Encontro da ANPAD – EnANPAD, 2014, Rio de Janeiro. Anais... Rio de Janeiro: EnANPAD.
Bunkanwanicha, P. & Greusard, O. (2018) The Deterrent Effect of Anti-Bribery Law Enforcement on the Quality of Earnings. (Working Paper No. 2017-20) FirstLabEx ReFi Working Paper Series. 2018.
Campos, P. T. (2015) Comentários à Lei n° 12.846/2013 - Lei anticorrupção. Revista
Digital de Direito Administrativo, v. 2, n. 1, p. 160–185.
Christie, A. A. (1987) On cross-sectional analysis in accounting research. Journal of
Accounting and Economics, v. 9, n. 3, p. 231–258.
Controladoria Geral Da União. CGU. (2016) Lei Anticorrupção. Disponível em:
<http://www.cgu.gov.br/assuntos/responsabilizacao-de-empresas/lei-anticorrupcao.> Acesso em: 13 nov. 2016.
Costa, F. M., Lopes, A. B. & Costa, A. C. O. (2006) Conservadorismo em Cinco Países da América do Sul. Revista Contabilidade & Finanças, n. 41, p. 7–20.
Dechow, P. M. (1994) Accounting earnings and cash flow as measures of firm performance: The role of accounting accruals. Journal of Accounting and
Dechow, P., Ge, W., & Schrand, C. (2010). Understanding earnings quality: A review of the proxies, their determinants and their consequences. Journal of accounting and economics, 50(2-3), 344-401.
Eide, E., Rubin, P. H. & Sheperd, J. M. (2006) Economics of Crime. Foundations and
Trends in Microeconomics, v. 2, n. 3, p. 205-279.
Fávero, L. P. L. (2013) Dados em painel em contabilidade e finanças: teoria e aplicação. Brazilian Business Review, v. 10, n. 1, p. 131–156.
Fávero, L. P., Belfiore, P., Takamatsu, R. & Suzart, J. (2014) Métodos Quantitativos
com Stata. Rio de Janeiro: Elsevier.
Furtado, L. L., Souza, J. A. S. de, Sarlo Neto, A. (2016) Gerenciamento de resultados contábeis à luz das diferenças entre o lucro contábil e tributário (Book-tax
diferences): uma análise de dados em painel balanceado. Revista Ambiente Contábil, v. 8, n. 1, p. 115-132.
Givoly, D. & Hayn, C. (2000) The changing time-series properties of earnings, cash flows and accruals: Has financial reporting become more conservative? Journal
of Accounting and Economics, v. 29, n. 3, p. 287–320.
Goh, B. W. & Li, D. (2011) Internal Controls and Conditional Conservatism. The
Accounting Review, v. 86, n. 3, p. 975–1005.
Gujarati, D. N. & Porter, D. C. (2011) Econometria Básica. Porto Alegre: AMHG Editora Ltda.
Hendriksen, E. S. & Van Breda, M. F. (1999) Teoria da Contabilidade. São Paulo: Atlas.
Jensen, M. C. & Meckling, W. H. (2008) Teoria da firma: comportamento dos administradores, custos de agência e estrutura de propriedade. Revista de
Administração de Empresas, v. 48, n. 2, p. 87–125.
Kothari, S. P. P. (2001) Capital markets research in accounting. Journal of
Accounting and Economics, v. 31, n. 1–3, p. 105–231.
Kpmg. (2015). Pesquisa: maturidade do compliance no Brasil. 2016. Disponível em: <https://www.kpmg.com/BR/PT/Estudos_Analises/artigosepublicacoes/Documen ts/Advisory/pesquisa-compliance-no-brasil.pdf> Acesso em: 13 nov. 2016.
Kronbauer, C. A., Marquezan, L. H. F., Barbosa, M. A. G. & Diehl, C. A. (2017) Análise dos efeitos do conservadorismo na informação contábil após a alteração de 2011 no pronunciamento conceitual básico. Revista Brasileira de Gestão de Negócios, v. 19, n. 65, p. 453-468.
Lobo, G. & Zhou, J. (2006) Did conservatism in financial reporting increased after the Sarbanes-Oxley Act? initial Evidence. Accounting Horizons, v. 20, n. 1, p. 57–73. Marques, A. E. C., Correio, A. P. H. & Correio, A. C. D. C. (2012) Qualidade Informacional dos Lucros e Firmas de Auditoria: Evidências no Brasil. Advances in
Scientific and Applied Accounting, v. 5, n. 2, p. 157–180.
Mendonça, M. M. De, Costa, F. M. Da, Galdi, F. C. & Funchal, B. (2010) O impacto da Lei Sarbanes-Oxley (SOX) na qualidade do lucro das empresas brasileiras que emitiram ADRs. Revista Contabilidade & Finanças, v. 21, n. 52, p. 1–24.
